doğal İşsizlik oranı mı? İşsizlik histerisi mi? türkiye ... · doğal İşsizlik oranı...

1. GİRİŞİşsizliğin dinamik eğilimleri hakkında literatürde

iki önemli önsav mevcuttur. Bunlardan ilki, Friedman (1968) ve Phelps (1968) tarafından ileri sürülen doğal oran önsavıdır. Bu görüşe göre uzun dönemde işsiz-lik, doğal oranına ulaşacak ve bu oran üzerinde ücret enflasyonu ile işsizlik arasında bir değiş-tokuş ilişkisi olmayacaktır (uzun dönem Phillips Eğrisi doğal oran üzerinde dikey olarak gerçekleşecektir). Buna karşılık kısa dönemde sözkonusu değiş tokuş ilişkisi (nega-tif eğilimli Phillips eğrisi) geçerli olacaktır. Bu sürecin ekonometrik olarak anlamı işsizlik serisinin trend du-rağan ya da ortalamada durağan (ortalamaya dönme eğiliminde) olduğudur. Başka bir ifadeyle bir şokun ardından işsizlik oranı, uzun dönem denge seviyesi-ne geri dönecektir.

İşsizlik ile ilgili ikinci yaklaşım “histeri” önsavı olarak bilinmektedir. Blanchard ve Summers (1986, 1987), Layard vd. (1991) ve Barro (1988)’nun katkılarıyla şe-killenen bu yaklaşıma gore, iş piyasasındaki katılıklar

nedeniyle, şoklar işsizlik düzeyi üzerinde kalıcı etkile-re sahiptir. Yani ekonomideki bir şoktan sonra işsizlik oranları artacak ve eski seviyesine geri dönmeyecek-tir. Bu durumda oluşacak yeni dengede işsizlik oranla-rı eski seviyelerinin çok üzerlerinde olacaktır. Ekono-metrik açıdan bunun anlamı işsizlik serisinin durağan olmayan bir süreç tarafından türetildiğidir.

İşsizlik dinamiklerini doğal oran veya histeri ön-savlarıyla açıklamaya yönelik uygulamalı literatür ağırlıklı olarak gelişmiş ülke ekonomileri (OECD ve AB üyesi ülkeler) üzerinde yoğunlaşmıştır. Sözkonusu ça-lışmalarda, bireysel ekonomilerin ve ülke gruplarının işsizlik serileri birim kök sınamalarına tabi tutulmuş ve serilerin durağan olup olmadıkları araştırılmıştır. Bu çalışmalara ilk olarak Blanchard ve Summers (1986)’ın Fransa, Almanya, İngiltere ve ABD ekonomileri için yaptığı araştırma örnek gösterilebilir. Yazarların bul-gularına göre 1953-1984 döneminde Fransa, Alman-ya ve İngiltere’de histeri önsavı geçerlidir. Doğrusallık varsayımı altında bireysel birim kök sınama yöntem-lerinin uygulandığı diğer bazı çalışmalara da Brunello

Doğal İşsizlik Oranı mı? İşsizlik Histerisi mi?Türkiye İçin Sektörel Panel Birim Kök Sınaması Analizi

Is Natural Rate of Unemployment or Hysteresis? Sector-Specific Panel Unit Root Test Analysis for Turkey

Bülent GÜLOĞLU1, M.Serdar İSPİR2

Cilt: 11 • Sayı: 2 • Nisan 2011ss. 205 -215

2051 Doç. Dr., Pamukkale Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, Ekonometri Bölümü, [email protected] Yrd. Doç. Dr., Pamukkale Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü, [email protected]

EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW

ÖZET

Bu çalışmada Türkiye’de sektörel işsizliğin doğal işsizlik oranı önsavıyla mı yoksa işsizlik histerisi önsavıyla mı açıklanabilir olduğu incelenmektedir. Bu amaçla Türkiye’deki 9 sektörün 1988-2008 dönemini kapsayan işsizlik oranı serilerinden olu-şan panel veri seti oluşturularak, işsizlik serilerinin durağanlı-ğı sınanmaktadır. Durağanlık, son dönemlerde geliştirilen ve her sektörde farklı tarihlerde ve farklı sayılarda kırılmaya izin veren bir panel birim kök sınamasıyla sınanmaktadır. Elde edi-len sonuçlar diğer çalışma sonuçlarından farklı olarak Türkiye Ekonomisini oluşturan sektörlerin işsizlik oranlarının doğal iş-sizlik önsavının özel bir türü tarafından açıklanabilir olduğunu göstermektedir.

Anahtar Kelimeler: Doğal işsizlik oranı, histeri, panel birim kök testi.

ABSTRACT

In this study we investigate whether sector-specific unem-ployment in Turkey is explained by natural rate of unemploy-ment or hysteresis hypothesis. We employ sectoral unemploy-ment rate in nine Turkish leading sectors covering the period 1988-2008 and test the stationarity of unemployment rates. For the test we use a recently developed panel unit root test which allows for different number of structural breaks in un-employment series in different dates. Unlike the other studies, the results obtained in this study show that the sectoral unem-ployment can be explained by a special case of the natural rate of unemployment hypothesis.

Keywords: Natural unemployment rate, hysteresis, panel unit root test.

206

Bülent GÜLOĞLU, M.Serdar İSPİR

(1990), Roed (1996), Feve vd. (2003) ve Gray (2004) örnek gösterilebilir. Bu çalışmalarda Brunello (1990), 1955-1987 döneminde Japonya’da, Roed (1996) 1970-1994 döneminde Avustralya, Kanada, Japonya ve AB ülkelerinde, Gray (2004) 1974-2002 dönemin-de İngiltere’de histeri etkilerine rastlarken, Feve vd. (2003), 1966-1999 döneminde Avustralya, Belçika, Danimarka, Finlandiya, Hollanda, Kanada, Norveç ve İngiltere’de histeri önsavını reddetmişlerdir. Song ve Wu (1998), Smyth (2003) ve Chang vd. (2005) ise, doğrusallık varsayımı altında panel birim kök sınama-larının uygulandığı çalışmalar arasında yeralmaktadır. Song ve Wu (1998), 1972-1992 dönemi için 15 OECD ülkesinde histeri etkisine rastlamazken, Chang vd. (2005), 1961-1999 dönemi için Belçika, Danimarka, Finlandiya, Fransa, İrlanda, İtalya, Portekiz, İngiltere ve Norveç’te histeri etkisi saptamışlardır. Smyth (2003) ise Avustralya eyaletlerinin 1982-2002 dönemi işsizlik verilerinden hareketle histeri önsavının geçerliliğine karar vermiştir. Sözkonusu çalışmalarda yer yer çe-lişkili sonuçlara rastlanması büyük ölçüde birim kök sınama yöntemlerinin farklılığı ve konu bağlamında seçilen yöntemlerin yetersizliği ile izah edilebilir.

Doğal oran önsavına yapısalcı okulun etkisi ile yapılan katkılar konu ile ilgili literatüre farklı bir bo-yut kazandırmıştır. Pissarides (1990), Phelps (1999), Blanchard ve Wolfers (2000) gibi iktisatçılara göre, doğal işsizlik oranı içsel bir iktisadi değişken gibi pi-yasa hareketlerinden etkilenmektedir. Bu durumda ekonomide meydana gelen şoklar işsizlik üzerinde kalıcı bir etki yaratmaktadır. Başka bir ifade ile şoktan sonra işsizliğin uzun dönemde denge değerine uyar-lanma hızı yavaş olacaktır. Yazarlar bu durumu doğal işsizlik oranının özel bir türü olarak ele almaktadır. Bu bakış açısına göre histeri, şokların tamamen kalı-cı olduğu duruma karşılık gelmektedir. Ekonometrik açıdan şokların etkisinin uzun sure kalıcı olduktan sonra azalmaya başladığı durum, uzun hafıza süreç-leri -Cuestas ve Gil-Alana (2009)- ve yapısal kırılmalı durağan süreçler -Camarero vd. (2006, 2008)- ile izah edilebilir. Burada dikkat edilmesi gereken nokta şok-ların kalıcılığının yakın birim kök sürecine, histerinin ise birim kök sürecine karşılık geldiğidir.

Gil-Alana ve Henry (2003), İngiltere’deki 1966-1997 dönemi işsizlik dinamiklerinin uzun hafıza sü-reçlerini analiz ederken, işsizlik ile reel faiz ve petrol fiyatları arasında kesirli eşbütünleşme ilişkisi tespit etmişler buna karşılık işsizlik serisinin bütünleşme derecesinin 1’den büyük (1.18) olduğunu saptamış-lardır. Caporale ve Gil-Alana (2007), önceki çalışma-lardan farklı olarak İngiltere, Japonya ve ABD eko-nomileri için, histeri etkisini uzun hafıza süreçlerini,

yapısal kırılma ve doğrusal olmayan dinamikleri ile birlikte ele alarak, ABD ve Japonya’da (sırasıyla 1960-2004 ve 1970-2004 dönemleri için) yapısalcı okulun görüşlerini, İngiltere’de ise (1970-2005 dönemi için) histeri önsavını doğrulayacak sonuçlara ulaşmışlardır. Candelon vd. (2009), ABD ekonomisi sektörlerinin 1982-2002 dönemi isşsizlik serilerinin, yapısal kırılma ve mevsimsel şokların etkileriyle birlikte uzun hafıza süreçlerini analiz ederken, yapısalcı okulun görüşünü destekler bulgulara ulaşmışlardır. Bu çalışmada dik-kat çekici husus, sektörlerin işsizlik serilerini gelenek-sel mevsimsel düzeltme yöntemleri ile filtreledikten sonra histeri etkisinin ortaya çıkıyor olmasıdır. Cues-tas ve Gil-Alana (2009) ise, Merkezi Doğu Avrupa ül-kelerinin 1997-2007 işsizlik serilerinin, yapısal kırılma ve doğrusal olmayan özellikleri ile birlikte kesirli bü-tünleşme süreçlerine bağlı olarak, serilerin ortalama-ya dönme eğiliminde fakat şokların etkilerinin uzun süre kalıcı olduğu sonucuna ulaşmışlardır.

İşsizlik serilerinde bir veya birden fazla yapısal kı-rılmanın varlığı halinde durağanlık süreçlerinin analiz edildiği bazı çalışmalar ise şu şekilde özetlenebilir: Arestis ve Mariscal (2000) 22 OECD ülkesinin 1960-1997 dönemi verileriyle iki kırılmalı birim kök sına-ması sonuçlarına göre, Almanya, Avustralya, Belçika, Danimarka, Finlandiya, Kanada, Lüksemburg, İsviç-re ve İngiltere’de histeri etkisine rastlamamışlardır. Yazarlar ayrıca, bu çalışma bulgularından hareketle yapısal kırılmaların dikkate alınmadığı birim kök sına-ma yöntemlerinin konu bağlamında hatalı belirleme sorunu olduğunu saptamışlardır. Murray ve Pappell (2001) 17 OECD ülkesini ve 1955-90 dönemini kap-sayan işsizlik verileri ile histeri etkisini tek kırılmalı panel birim kök sınaması yaparak histeri etkisinin olmadığı sonucuna varmışlardır. Yazarlar yapısal kı-rılmaların dikkate alınmadığı panel ve bireysel birim kök sınama yöntemlerine göre kendi testlerinin daha iyi sonuç verdiğini rapor etmektedir. Leon-Ledsama ve McAdam (2004), 12 Merkezi Doğu Avrupa ve 15 AB üyesi ülke verileri ile 1991-2001 dönemi için işsiz-liğin yapısal kırılma ve doğrusal olmayan dinamikle-rini panel ve zaman serisi birim kök sınama yöntem-leriyle analiz etmişlerdir. Sözkonusu çalışmada, birim kök önsavları (histeri etkisi) reddedilirken yüksek ve düşük işsizlik dengeleri tespit edilmiş ve AB ülkele-rinin uyarlanma hızlarının diğer gruba göre daha ya-vaş olduğu saptanmıştır. Camarero vd. (2006), birden fazla içsel yapısal kırılmalı panel birim kök sınama yöntemi ile 19 OECD ülkesinin 1956-2001 dönemi işsizlik verilerinden hareketle histeri önsavını reddet-mektedirler. Aynı yazarlar Avrupa Birliği’ne son dö-nemde üye olan ülkelerin (Çek Cumhuriyeti, Estonya,

Doğal İşsizlik Oranı Mı? İşsizlik Histerisi Mi? Türkiye İçin Sektörel Panel Birim Kök Sınaması Analizi

207

Macaristan, Letonya, Litvanya, Polonya, Slovakya ve Slovenya) 1991-2003 dönemi genel işsizlik oranları-nın durağanlığını yapısal kırılmayı dikkate alarak ve dikkate almadan olmak üzere iki şekilde incelemiş-tir - Camarero vd. (2008)-.Bu çalışmalarda, yapısal kırılmayı dikkate almayan panel sınamaları histeri önsavını kabul etme eğilimde iken, yapısal kırılmayı dikkate alan panel sınaması, paneli oluşturan her bir ülke için bireysel ve ülkelerin geneli için ortak doğal işsizlik oranı önsavını kabul etme eğilimdedirler.

Konu bağlamında uluslararası teorik ve uygula-malı literatür bulguları birlikte değerlendirildiğinde birim kök sınama yöntemlerinin tercihinin (bulgula-rın isabeti bakımından) önem arzettiği görülmekte-dir. İşsizliğin uzun dönem dinamikleri Türkiye örne-ğinde ele alındığında ulaşılan bulgular bu çerçevede değerlendirilmelidir. Zira konunun Türkiye işsizlik verileri ile incelendiği kapsamlı bir literatür - Küçük-kale (2001), Pazarlıoğlu ve Çevik (2005, 2007), Barışık ve Çevik (2008), Nargeleçekenler (2008) - mevcuttur. Bu çalışmalarda ulaşılan bulgular da kısaca şu şekilde özetlenebilir.

Küçükkale histeri etkisini yıllık toplam işsizlik oranlarını kullanarak Kalman filtresi tekniğiyle ince-lemiştir. Pazarlıoğlu ve Çevik (2005) histeri etkisini genel işsizlik oranlarını kullanarak Ratchet modeli yardımıyla incelemiştir. Pazarlıoğlu ve Çevik (2007) verimlilik, ücretler ve işsizlik arasındaki ilişkileri yapı-sal kırılma testleri ve eşbütünleşme analizi yardımıyla incelemiştir.

Barışık ve Çevik (2008) genel işsizlik oranları ye-rine Türkiye ekonomisindeki dokuz sektöre ilişkin işsizlik oranlarını kullanarak histeri etkisini kesirli bi-rim kök sınama yöntemiyle incelemişlerdir Yazarlar kesikli birim kök sınaması yaparken Bai-Perron (1998) yapısal kırılma testine göre buldukları kırılma tarih-lerine göre serileri düzeltmişlerdir. Sözkonusu çalış-mada, Geweke ve Porter-Hudak (1983) tarafından geliştirilen yarı parametrik teknik ve Philips (1999) tarafından geliştirilen uyarlanmış Log-Periodoğram tekniklerini kullanılarak yapılan kesirli birim kök sı-naması sonuçları, yapısal kırılma tarihleri göz önüne alındığı ve alınmadığı durumlarda büyük farklılık-lar göstermektedir. Yapısal kırılma dikkate alınma-dığında kesirli birim kök sıfır önsavı % 1 anlamlılık düzeyinde Geweke-Porter-Hudak tekniğine göre üç, uyarlanmış Log-Periodoğram tekniğine göre ise iki seri için red edilirken, yapısal kırılma dikkate alındık-tan sonra Geweke-Porter-Hudak tekniğine göre beş, uyarlanmış Log-Periodoğram tekniğine göre ise se-kiz seri için sıfır önsavı red edilmektedir.

Bu çalışmalardan farklı olarak Nargeleçekenler (2008) işsizlik oranlarındaki histeri etkisini panel bi-rim kök sınama yöntemi ile ele almıştır. Nargeleçe-kenler çalışmasında kentsel ve kırsal işsizlik oranla-rıyla, cinsiyete göre işsizlik oranlarında yapısal kırılma durumunu test etmek üzere tek bir kırılmaya izin veren Im ve Lee (2001) panel birim kök sınamasını kullanmıştır.

Konu bağlamında Türkiye ile ilgili uygulamalı lite-ratürden çıkarılabilecek genel sonuç, Barışık ve Çevik (2008) dışında tüm yazarların histeri etkisinin varlığı-nı kabul etme eğiliminde olduklarıdır.

Bu çalışmada ise Türkiye’de sektörel işsizliğin do-ğal işsizlik oranı önsavıyla mı yoksa işsizlik histerisi önsavıyla mı açıklanabilir olduğu incelenmektedir. Buradan hareketle Türkiye’deki 9 sektörün 1988-2008 dönemini kapsayan yıllık işsizlik oranı serilerinden oluşan panel veri seti oluşturularak, işsizlik serileri-nin durağanlığı sınanmaktadır. Türkiye’deki işsizliğin uzun dönem dinamiklerinin önceki çalışmalardan farklı olarak sektörel bazda ele alınması, dönem için-de gerçekleşen şoklara ve bu şokların kalıcı (veya geçici) etkilerine her bir sektörün farklı tepki vere-bilecek olması bakımından önemlidir. Burada yine önceki çalışmalardan farklı olarak, kullanılacak panel veri setinin (sektörler itibariyle işsizlik oranlarının) durağanlığının birden fazla yapısal kırılmanın (5 kı-rılmaya kadar) varlığı halinde sınanmasına izin ve-rebilen panel birim kök sınama yöntemi tercih edil-mektedir. Bu tercih, konunun uluslararası literatürde teorik bağlantılarıyla birlikte ele alınış biçimi, Türkiye ekonomisinin ilgili dönemde geçirdiği krizler ve ni-hayet bizden önce yapılmış çalışmalardan farklılaşma itibariyle, kanımızca literatüre katkı sağlayacak nite-liktedir. Bu bağlamda öncelikle karşılaştırma amacı ile geleneksel birim kök sınama yöntemleri ve ardın-dan Carrion-i Silvestre vd.(2005a, 2005b) tarafından geliştirilen ve çoklu yapısal kırılmayı dikkate alan pa-nel birim kök sınama yöntemi uygulanmaktadır.

Çalışma dört bölümden oluşmaktadır. Giriş bölü-münden sonraki ikinci bölüm çalışmada kullanılan panel çoklu yapısal kırılma sınamasının tanıtımına ayrılmıştır. Üçüncü bölümde çalışmada kullanılan veriler ve ampirik analiz anlatılmaktadır. Dördüncü bölüm sonuç bölümü olup çalışmadan elde edilen bulgular yorumlanmaktadır

2. CARRİON-İ SİLVESTRE PANEL BİRİM KÖK SINAMASICarrion-i-Silvestre ve diğerleri geliştirdikleri pa-

nel KPSS (PANKPSS) birim kök sınamasında çoklu

208


kırılma durumunu ve paneli oluşturan serilerin or-talamalarında ve trendlerindeki kırılmayı göz önü-ne almaktadır. Söz konusu yöntem paneli oluşturan her bir yatay kesit birimi için farklı tarihlerde ve farklı sayılarda yapısal kırılma durumunun ortaya çıkmasına izin vermektedir. Geliştirilen sınama Had-ri (2000) sınamasına dayanmakta olup sıfır önsavı oradaki gibi durağanlık önsavıdır. Carrion-i Silvestre sınamasıyla paneli oluşturan bütün serilerin dura-ğanlığı ortak ve bireysel olarak sınanabilmektedir. Yapısal kırılmayı dikkate alarak incelenen model şu şekilde yazılabilir:

Bu denklemde itb ,

(1)

şeklinde tanımlanmaktadır. Burada 2, ,~i.i.d(0, )i t iεε σ

ve i0 ib b= olup bir sabittir. Yukarıdaki denklemin kukla değişkenleri ise i

kbT , i’nci yatay kesit için k’ncı kırılma tarihi olmak üzere şu şekilde tanımlanmakta-dır:

1)( , =tikbTD 1, += i

kbTt için; 0 diğer

ikbTt ,> için; 0 diğer.

Modelde, mk ,...,2,1= olduğu için m tane kırıl-maya izin verilmekte ve Hadri modelinde olduğu gibi

tiu , ve ti,ε ’nin karşılıklı bağımsız dağıldığı varsayıl-maktadır. Burada sıfır önsavı Hadri’den biraz farklı olarak

( i=1,2,….N)

şeklindedir. Bu önsav altında denklem 1 şu şekilde yeniden yazılabilir:

(2)

(Burada *i,k,tDT =t- i

b,kT t> ib,kT için, 0 diğer)

Denklem 2 a) bireysel yapısal kırılma etkilerini (ortalamadaki değişimin yapısal kırılmadan kaynak-landığı durum), b) geçici etkileri, (bi≠0 için) c) geçici yapısal kırılma etkilerini için) yani bireysel trendlerdeki değişimi içermektedir.

Carrion-i-Silvestre vd. (2005 a.b.) böylelikle şu üç durumu göz önüne almaktadırlar: a) yapısal kırılma-lar paneli oluşturan her biri seri için farklı etkilere sa-hiptir. Bu etkiler qi,k ve ji,k ile ölçülmektedir. b) Yapısal kırılmalar paneli oluşturan her bir seri için farklı bir tarihte ortaya çıkabilir. c)Yapısal kırılma sayısı seriden seriye değişebilir. Bunlara ilaveten yatay kesit bağım-lılığı Maddala ve Wu (1997) parametrik olmayan bo-otstrap yöntemiyle düzeltilmektedir.

Uzun dönem varyansın sabit olduğu varsayımı al-tında durağanlık önsavı LMHom istatistiği kullanılarak sınanabilir:

(3)

Yukarıdaki ifadelerde ( i,tu ) EKK kalıntılarını gös-terirken, 2

iω ise uit’ nin uzun dönem varyansının tu-tarlı bir tahmincisini ifade etmektedir. l terimi LM sınama istatistiğinin yapısal kırılma tarihlerine bağlı olduğunu göstermektedir. Her bir yatay kesit birimi için li vektörü şu şekilde tanımlanmaktadır:

Dolayısıyla li her bir yatay kesit birimi için yapısal kırılmaların tüm gözlemlere (T) oranla göreli konu-munu belirtmektedir. Uzun dönem varyansın yatay kesit birimleri arasında değişmesine izin verildiğinde ise LMHet istatistiği şu şekilde ifade edilebilir:

LM istatistikleri şu şekilde standardlaştırılmıştır.

Z(l) istatistiğinin önce sonra için asimtotik olarak standard normal dağılım gösterildi-ği

ispatlanmıştır. Burada ξ ve ς beklenen değer ve

varyansların her bir yatay kesit için aritmetik ortala-masıdır. Başka bir ifadeyle

itititit uy Ni ,...,2,1 Tt ,...,2,1

Bu denklemde it ,

(1) şeklinde tanımlanmaktadır. Burada

2, ,~i.i.d(0, )i t i ve i0 i olup bir sabittir.

Yukarıdaki denklemin kukla değişkenleri ise ikbT ,

i’nci yatay kesit için k’ncı kırılma tarihi olmak üzere şu şekilde tanımlanmaktadır:

1)( , tikbTD 1, i


1,, tkiDU ikbTt , için; 0 diğer.

Modelde, mk ,...,2,1 olduğu için m tane kırılmaya izin verilmekte ve Hadri modelinde olduğu gibi tiu , ve ti, ’nin karşılıklı bağımsız dağıldığı

varsayılmaktadır. Burada sıfır önsavı Hadri’den biraz farklı olarak

H0: 2ε,i =0 ( i=1,2,….N)


yi,t=+i i

i,k,t

m m*

i,k i,k,t i,kk=1 k=1

φ DU + DT +it+ui,t (2)

(Burada *

i,k,tDT =t- ib,kT t> i

b,kT için, 0 diğer)

Denklem 2 a) bireysel yapısal kırılma etkilerini (ortalamadaki değişimin yapısal kırılmadan kaynaklandığı durum), b) geçici etkileri, (i≠0 için) c)

i im

k

m

ktitiktikit

ikbkiit DUTD

1 1,1,,,,, )(


Bu denklemde it ,





1)( , tikbTD 1, i





H0: 2ε,i =0 ( i=1,2,….N)


yi,t=+i i

i,k,t

m m*



(Burada *




i im

k

m

ktitiktikit

ikbkiit DUTD

1 1,1,,,,, )(


Bu denklemde it ,





1)( , tikbTD 1, i





H0: 2ε,i =0 ( i=1,2,….N)


yi,t=+i i

i,k,t

m m*



(Burada *




i im

k

m

ktitiktikit

ikbkiit DUTD

1 1,1,,,,, )(


Bu denklemde it ,





1)( , tikbTD 1, i





H0: 2ε,i =0 ( i=1,2,….N)


yi,t=+i i

i,k,t

m m*



(Burada *




i im

k

m

ktitiktikit

ikbkiit DUTD

1 1,1,,,,, )(

1,, tkiDU

geçici yapısal kırılma etkilerini (i,k≠0 için) yani bireysel trendlerdeki değişimi içermektedir. Carrion-i-Silvestre vd. (2005 a.b.) böylelikle şu üç durumu göz önüne almaktadırlar: a) yapısal kırılmalar paneli oluşturan her biri seri için farklı etkilere sahiptir. Bu etkiler i,k ve i,k ile ölçülmektedir. b) Yapısal kırılmalar paneli oluşturan her bir seri için farklı bir tarihte ortaya çıkabilir. c)Yapısal kırılma sayısı seriden seriye değişebilir. Bunlara ilaveten yatay kesit bağımlılığı Maddala ve Wu (1997) parametrik olmayan bootstrap yöntemiyle düzeltilmektedir. Uzun dönem varyansın sabit olduğu varsayımı

altında H0: 2ε,i =0 (i=1,2,….N) durağanlık önsavı

LMHom istatistiği kullanılarak sınanabilir:

LMHom()= 1 2 2 2,

1 1

ˆ( )N T

i ti t

N T S

(3)

Burada Sit=t

ij1ju

)

ve 1 2

1

ˆN

ii

N

2 1 2

,tˆ limi i TT s

dir. Yukarıdaki ifadelerde ( i,tu ) EKK kalıntılarını

gösterirken, 2i ise uit’ nin uzun dönem varyansının

tutarlı bir tahmincisini ifade etmektedir. terimi LM sınama istatistiğinin yapısal kırılma tarihlerine bağlı olduğunu göstermektedir. Her bir yatay kesit birimi için i vektörü şu şekilde tanımlanmaktadır:

i=(i,1,….. i,mi)= i i

b,1 b,mi(T / T......T / T)

Dolayısıyla i her bir yatay kesit birimi için yapısal kırılmaların tüm gözlemlere (T) oranla göreli konumunu belirtmektedir. Uzun dönem varyansın yatay kesit birimleri arasında değişmesine izin verildiğinde ise LMHet istatistiği şu şekilde ifade edilebilir:




LMHom()= 1 2 2 2,

1 1

ˆ( )N T

i ti t

N T S

(3)

Burada Sit=t

ij1ju

)

ve 1 2

1

ˆN

ii

N

2 1 2

,tˆ limi i TT s




i=(i,1,….. i,mi)= i i

b,1 b,mi(T / T......T / T)





LMHom()= 1 2 2 2,

1 1

ˆ( )N T

i ti t

N T S

(3)

Burada Sit=t

ij1ju

)

ve 1 2

1

ˆN

ii

N

2 1 2

,tˆ limi i TT s




i=(i,1,….. i,mi)= i i

b,1 b,mi(T / T......T / T)





LMHom()= 1 2 2 2,

1 1

ˆ( )N T

i ti t

N T S

(3)

Burada Sit=t

ij1ju

)

ve 1 2

1

ˆN

ii

N

2 1 2

,tˆ limi i TT s




i=(i,1,….. i,mi)= i i

b,1 b,mi(T / T......T / T)


LMHet()= 1 2 2 2i ,

1 1

ˆ( )N T

i ti t

N T S

(4)


Z()=N(LM(λ)-ξ) ~N(0,1)

ς (5)

Z() istatistiğinin önce T, sonra N için asimtotik olarak standard normal dağılım

gösterildiği ispatlanmıştır. Burada ve beklenen değer ve varyansların her bir yatay kesit için aritmetik ortalamasıdır. Başka bir ifadeyle

= 1

1

N

ii

N

ve = 1 2

1

N

ii

N

.

Z() değişkeni için bireysel beklenen değer ( i ) ve

varyanslar ( 2i ), şu şekilde hesaplanabilir (Carrion-i-

Silvestre vd. (2005a.,2005b.)):

i =Aim +1

2i,k i,k-1

k=1(λ -λ ) ve

2i =B

im +14

i,k i,k-1k=1

(λ -λ )

i= i,k=0 kısıtlaması altında i,0=0, i,m+1=1, A=1/6 ve B=1/45 alırken i≠ i,k≠0 için A=1/15 ve B=11/6300 olarak almaktadırlar. Denklem 5’teki Z() istatistiğinin hesaplanması yapısal kırılmaların tarihlerinin bilinmesini gerektirir. Carrion-i-Silvestre ve diğerleri yapısal kırılmaları içsel olarak belirlemekte ve bu amaçla Bai ve Perron’un (1998) hata kareler toplamının global minimizasyonu sürecini izlemektedirler. Bai ve Perron (1998) sürecinde kırılma tarihlerinin tahmini olarak

LMHet()= 1 2 2 2i ,

1 1

ˆ( )N T

i ti t

N T S

(4)


Z()=N(LM(λ)-ξ) ~N(0,1)

ς (5)



= 1

1

N

ii

N

ve = 1 2

1

N

ii

N

.




i =Aim +1

2i,k i,k-1

k=1(λ -λ ) ve

2i =B

im +14

i,k i,k-1k=1

(λ -λ )


LMHet()= 1 2 2 2i ,

1 1

ˆ( )N T

i ti t

N T S

(4)


Z()=N(LM(λ)-ξ) ~N(0,1)

ς (5)



= 1

1

N

ii

N

ve = 1 2

1

N

ii

N

.




i =Aim +1

2i,k i,k-1

k=1(λ -λ ) ve

2i =B

im +14

i,k i,k-1k=1

(λ -λ )


LMHet()= 1 2 2 2i ,

1 1

ˆ( )N T

i ti t

N T S

(4)


Z()=N(LM(λ)-ξ) ~N(0,1)

ς (5)



= 1

1

N

ii

N

ve = 1 2

1

N

ii

N

.




i =Aim +1

2i,k i,k-1

k=1(λ -λ ) ve

2i =B

im +14

i,k i,k-1k=1

(λ -λ )


LMHet()= 1 2 2 2i ,

1 1

ˆ( )N T

i ti t

N T S

(4)


Z()=N(LM(λ)-ξ) ~N(0,1)

ς (5)



= 1

1

N

ii

N

ve = 1 2

1

N

ii

N

.




i =Aim +1

2i,k i,k-1

k=1(λ -λ ) ve

2i =B

im +14

i,k i,k-1k=1

(λ -λ )


LMHet()= 1 2 2 2i ,

1 1

ˆ( )N T

i ti t

N T S

(4)


Z()=N(LM(λ)-ξ) ~N(0,1)

ς (5)



= 1

1

N

ii

N

ve = 1 2

1

N

ii

N

.




i =Aim +1

2i,k i,k-1

k=1(λ -λ ) ve

2i =B

im +14

i,k i,k-1k=1

(λ -λ )


Seymur Ağayev Makalesi

İngilizce başlkta "Between" küçük harfle yazlacak denmiş. En baş taraftaki başlk m kasdedilmiş burada anlayamadm. Nazl Alimen Makalesi

Sayfa 199’daki ortalama değerlerinde yazm hatalar var; μaccountant gibi (μaccountant olmas gerekiyor)

‐‐‐‐‐‐‐‐‐‐ Bana gelen wordde μ ‘dan sonra gelen kelimelerin bazlar büyük bazlar küçük ben hepsini standart hale getirdim.

Bülent Güloğlu Makalesi

Makalenin 208. Sayfasnda (3) nolu denklemin altndaki matemetiksel terimlerde parantez işareti kalmş terim aşağdaki gibi düzeltilmelidir:

Burada Sit=t

ij1ju

) ve 1 2

1

ˆN

ii

N

2 1 2

,tˆ limi i TT s

dir.


209

ξ = 1

1

N

ii

N ξ−

=∑ ve ς = 1 2

1

N

ii

N ς−

=∑ .

Z(l) değişkeni için bireysel beklenen değer ( iξ )

ve varyanslar (2iς ), şu şekilde hesaplanabilir (Carrion-

i-Silvestre vd. (2005a.,2005b.)):

bi= qi,k=0 kısıtlaması altında li,0=0, li,m+1=1, A=1/6 ve B=1/45 alırken bi≠ qi,k≠0 için A=1/15 ve B=11/6300 olarak almaktadırlar.

Denklem 5’teki Z(l) istatistiğinin hesaplanması yapısal kırılmaların tarihlerinin bilinmesini gerektirir. Carrion-i-Silvestre ve diğerleri yapısal kırılmaları içsel olarak belirlemekte ve bu amaçla Bai ve Perron’un (1998) hata kareler toplamının global minimizasyonu sürecini izlemektedirler. Bai ve Perron (1998) sürecin-de kırılma tarihlerinin tahmini olarak i i

b,1 b,mi(T ......T ) dizisi için denklem 2’den elde edilen hata kareler top-lamını (RSS) minimize eden argüman seçilmektedir. Bu süreç matematiksel olarak şu şekilde gösterilebilir:

' 'b ,1,...... b ,mi

i ib,1 b,mi T T

ˆ ˆ(T ....T ) arg min= RSS

i ib,1 b,mi(T ......T )

Mümkün tüm mi mmax i=(1,2,…N) değerleri için

kırılma tarihleri tahmin edildikten sonra, her bir ya-tay kesit için uygun kırılma sayısı seçilerek m’nin op-timal değeri belirlenir. Bai ve Perron (1998) burada iki farklı süreç önermektedir. Süreçlerden biri Liu-Wu ve Zidek (1997) tarafından geliştirilen değiştiril-miş Schwarz bilgi kriterlerine (LWZ) dayanmaktadır. İkinci süreç yapısal kırılma sayısının belirlenmesi için ard arda F istatistiğinin hesaplanmasına dayan-maktadır. Bai ve Perron (1998), F istatistiğinin asim-totik dağılımını sadece trend içermeyen regresyon modeli için türetmesine rağmen ikinci sürecin kul-lanılmasını tavsiye etmektedirler. Carrion-i-Silvestre vd. (2005 a.b.) yapısal kırılma sayısını belirlerken trendsiz regresyon için ikinci süreci, trendli regres-yon için birinci süreci yani bilgi kriterlerine dayanan süreci kullanmaktadırlar.

3. VERİ VE AMPİRİK ANALİZ

3.1. Veri

Çalışmada Türkiye İstatistik Kurumu’nun (TUİK) yapmış olduğu sınıflamaya göre dokuz sektöre (Ta-

rım, ormancılık, avcılık ve balıkçılık; Madencilik ve taşocakçılığı; İmalat Sanayi; Elektrik, Gaz ve Su; İnşa-at ve bayındırlık işleri; Toptan ve perakende ticaret; Lokanta ve oteller; Ulaştırma, haberleşme ve depola-ma; Mali kurumlar, sigorta, taşınmaz mallara ait işler ve kurumları) ait 1988-2008 yıllarını kapsayan yıllık veriler kullanılmıştır. Sektörel işsizlik oranları TUİK’in hanehalkı işgücü anketlerinden alınan işsizlik rakam-larının toplam çalışabilir nüfusa oranlanmasıyla bu-lunmuştur. Sektörel işsizlik oranları serileri Ek 1’deki grafiklerde gösterilmiştir. Grafiklere bakıldığında, sektörel işsizlik oranlarının durağan olmadığı zaman içinde artma eğiliminde olduğu görülmektedir. İzle-yen bölümde işsizlik serilerinin durağanlığı formel olarak test edilecektir.

3.2. Ampirik Analiz

Çalışmanın bu alt bölümünde Carrion-i-Silvestre vd. (2005a, 2005b.) tarafından geliştirilen yapısal kırılmalı panel birim kök sınama yöntemi işsizlik verilerine uygulanmaktadır. Ancak daha önce kar-şılaştırma yapmak amacıyla bireysel (zaman seri-si) genişletilmiş Dickey-Fuller (1979) sınaması ile yapısal kırılmayı ve yatay kesit bağımlılığını dik-kate almayan ve birinci kuşak panel birim kök sı-namaları olarak adlandırılan Levin-Lin-Chu (2002), Im-Pesaran-Shin (2003), Maddala-Wu (1999), Choi (2001) ve Hadri (1999) sınamaları uygulanmıştır. Sıfır önsavının serinin birim köke sahip olduğu (durağan olmadığı) zaman serisi genişletilmiş Dickey-Fuller (ADF) sınama sonuçları her bir sektör için tablo 1’de görülmektedir. Buna göre, bütün sektörler için hem sabitli, hem de sabitli ve trendli modeller için % 1 anlamlılık düzeyinde sıfır önsavı kabul edilirken, % 5 anlamlılık düzeyinde sadece madencilik ve taşo-cakçılığı ile Elektrik gaz ve su sektörlerinde sıfır ön-savı red edilmektedir. Bu sonuçların iktisadi anlamı Dickey-Fuller sınamalarının histeri önsavını destek-liyor eğiliminde olmasıdır. Ancak bireysel (zaman serisi) birim kök sınamalarının gücü zayıf olduğun-dan bu sonuca ihtiyatla yaklaşılması gerekmekte-dir. Panel birim kök sınamaları hem zaman hem de yatay kesit boyutunu dikkate aldıklarından, bireysel zaman serisi birim kök sınamalarına göre daha gü-venilir sonuç vermektedir. Bu bakımdan histeri ön-savını kabul etmeden önce panel birim kök sınama sonuçlarına bakılması gerekmektedir.

LMHet()= 1 2 2 2i ,

1 1

ˆ( )N T

i ti t

N T S

(4)


Z()=N(LM(λ)-ξ) ~N(0,1)

ς (5)



= 1

1

N

ii

N

ve = 1 2

1

N

ii

N

.




i =Aim +1

2i,k i,k-1

k=1(λ -λ ) ve

2i =B

im +14

i,k i,k-1k=1

(λ -λ )


LMHet()= 1 2 2 2i ,

1 1

ˆ( )N T

i ti t

N T S

(4)


Z()=N(LM(λ)-ξ) ~N(0,1)

ς (5)



= 1

1

N

ii

N

ve = 1 2

1

N

ii

N

.




i =Aim +1

2i,k i,k-1

k=1(λ -λ ) ve

2i =B

im +14

i,k i,k-1k=1

(λ -λ )


210


Tablo 1: Zaman Serisi Genişletilmiş Dickey-Fuller (ADF) Sınama Sonuçları

** % 5 düzeyinde sıfır önsavı reddedilmektedir.

Tablo 3: Birinci Kuşak Panel Birim Kök Sınama Sonuçları

*** % 1 düzeyinde sıfır önsavı reddedilmektedir.

Panel birim kök sınamaları yatay kesit birim-lerini birbirinden bağımsız ve bağımlı olarak ele almalarına göre iki gruba ayrılmaktadır. Birinci ku-şak sınamaları da denilen panel birim kök sınama yöntemleri, paneli oluşturan yatay kesit birimlerinin birbirinden bağımsız olduğu varsayımı altında ge-liştirilmişlerdir. Im, Pesaran ve Shin (2000), Maddala ve Wu (1997), Levin,Lin ve Chu (2002), Hadri (2000) ve Choi (2001) sınamaları bu tür panel sınamalarına örnektir. Hadri sınamasında sıfır önsavı paneli oluş-turan serilerin ortaklaşa durağan olduğu şeklinde iken, diğer sınamalarda sıfır önsavı serilerin birim kök taşıdığı önsavıdır. Bu sınamaların hepsinde or-tak varsayım yatay kesit bağımsızlığıdır. Bu kuv-vetli bir varsayım olduğu için bu varsayımın ayrıca sınanması gerekir. Yatay kesit bağımsızlığı Breusch ve Pagan (1980) ve Pesaran (2004) tarafından geliş-tirilen LM sınamaları kullanılarak sınanabilir. Yatay kesit boyutunun zaman boyutundan büyük olduğu

durumda (N>T) CDLM1, her ikisinin büyük olduğu durumda ise CDLM2 sınamalarını kullanmak uygun olacaktır1. Bu çalışmada N=9, T=21 olduğundan CDLM1 ve CDLM2 sınamalarının her ikisi de kulla-nılabilir. Yatay kesit bağımsızlığı sınama sonuçları tablo 2’de görülmektedir. Tablo 2 sonuçları % 1 ve % 5 anlamlılık düzeylerinde yatay kesit bağımsızlığı önsavının reddedilemeyeceğini göstermektedir. Bu durumda birinci kuşak panel sınamalarını tercih et-mek daha doğru olacaktır.

Tablo 2: Kesitlerarası Bağımlılık Sınama Sonuçları


Sektörler Sabitli Sabitli ve Trendli

ADF ist. Prob. ADF ist. Prob. Tarım,ormancılık,avcılık ve balıkçılık -1.57872 0.4724 -1.94908 0.5882 Madencilik ve taşocakçılığı -0.85675 0.7726 -3.85112** 0.0362 İmalat Sanayi -1.4957 0.5114 -3.09877 0.1344 Elektrik,gaz ve su -2.99637 0.0533 -3.99659** 0.0276 İnşaat ve bayındırlık işleri -1.94278 0.3073 -2.0728 0.5271 Toptan ve perakende ticaret,lokanta ve oteller -1.3308 0.5916 -1.92648 0.5997 Ulaştırma,haberleşme ve depolama -2.34739 0.1686 -2.68593 0.2519 Mali kurumlar,sigorta,taşınmaz mallara ait işler ve kurumları -2.01964 0.2766 -2.53876 0.3081 Toplum hizmetleri,sosyal ve kişisel hizmetler -0.27236 0.9105 -0.85278 0.9385



Sabitli Sabitli ve Trendli

test ist. prob. test ist. prob.

CD LM1 48.01496 0.086896 41.91457 0.229709

CD LM2 1.415977 0.078391 0.697039 0.242889


Sektörler Sabitli Sabitli ve Trendli

ADF ist. Prob. ADF ist. Prob. Tarım,ormancılık,avcılık ve balıkçılık -1.57872 0.4724 -1.94908 0.5882 Madencilik ve taşocakçılığı -0.85675 0.7726 -3.85112** 0.0362 İmalat Sanayi -1.4957 0.5114 -3.09877 0.1344 Elektrik,gaz ve su -2.99637 0.0533 -3.99659** 0.0276 İnşaat ve bayındırlık işleri -1.94278 0.3073 -2.0728 0.5271 Toptan ve perakende ticaret,lokanta ve oteller -1.3308 0.5916 -1.92648 0.5997 Ulaştırma,haberleşme ve depolama -2.34739 0.1686 -2.68593 0.2519 Mali kurumlar,sigorta,taşınmaz mallara ait işler ve kurumları -2.01964 0.2766 -2.53876 0.3081 Toplum hizmetleri,sosyal ve kişisel hizmetler -0.27236 0.9105 -0.85278 0.9385



Sabitli Sabitli ve Trendli

test ist. prob. test ist. prob.

CD LM1 48.01496 0.086896 41.91457 0.229709

CD LM2 1.415977 0.078391 0.697039 0.242889

Tablo 3: Birinci Kuşak Panel Birim Kök Sınama Sonuçları Sabitli Sabitli ve Trendli

test ist. Prob. test ist. Prob.

Levin. Lin & Chu ist -0.96113 0.1682 -1.31983 0.0934

Im. Pesaran ve Shin W-ist. -0.56583 0.2858 -1.31894 0.0936

Maddala –Wu ist. 18.9491 0.3950 26.4338 0.0902

Hadri ist.(sabit varyans) 4.68357*** 0.0000 1.32677 0.0923

Hadri ist (değişen varyans) 4.98306*** 0.0000 1.90532*** 0.0284

*** % 1 düzeyinde sıfır önsavı reddedilmektedir.


211

Yatay kesit bağımsızlığını varsayan birinci kuşak sınama sonuçları tablo 3’te görülmektedir. Hem sa-bitli, hem de sabit ve trendli model için Levin-Lin-Chu, Im-Pesaran-Shin ve Maddala-Wu sınamaları serilerin birim köke sahip olduğu hipotezini %5 an-lamlılık düzeyinde reddedemezken, sadece sabitli (trendsiz) model için, hem sabit varyans hem de de-ğişen varyans varsayımı altında yapılan Hadri sına-maları durağanlık önsavını bu düzeyde reddetmek-tedirler. Sabit ve trendli model içinse yalnızca sabit varyans varsayımı altında yapılan Hadri sınaması % 5 anlamlılık düzeyinde durağanlık önsavını reddetme-mektedir. Bu sonuçlar da doğal işsizlik önsavına karşı histeri önsavını destekler niteliktedirler.

Bu aşamaya kadar ele alınan bütün sınama yöntemleri yapısal kırılmanın olmadığı varsayımı-na dayanmaktadır. Bu durum ise gerek iktisadi açı-dan (işsizlik histerisi teorisinin yapısal kırılmalar ile bağlantısı açısından) gerekse ekonometrik açıdan mevcut sonuçlara ihtiyatla yaklaşılmasını gerekli kıl-maktadır. Zira Perron’a (1989) göre, serilerde yapısal kırılma durumu varsa sıfır önsavı aşırı biçimde kabul edilebilmektedir. Böylece gerçekte durağan bir sü-reç tarafından üretilen bir seri için sınama sonuçları hatalı biçimde birim kök süreci sonucuna götürebil-mektedir.

Çalışmanın önceki bölümlerinde de belirtildiği gibi Carrion-i-Silvestre vd. (2005a, 2005b) tarafından geliştirilen ve yapısal kırılmayı dikkate alan panel KPSS birim kök sınaması konu ile ilgili literatür dik-kate alındığında, önceki bulgulara göre daha güve-nilir sonuçlar vermektedir. Sınama sonuçları yapısal kırılma tarihleriyle birlikte tablo 4 ve tablo 5’te görül-mektedir.

Tablo 4’ün panel A kısmındaki sonuçlar, sabit terimli model için yapısal kırılmayı dikkate alan bi-reysel panel KPSS test sonuçlarını göstermektedir. Elde edilen bulgular % 5 anlamlılık düzeyinde inşaat ve bayındırlık işleri sektörü haricinde her bir sektör için bireysel durağanlık önsavının reddedilemeye-ceğini göstermektedir. Tablo 4’ün panel B kısmında ise dokuz sektör için panel ortak durağanlık sınama sonuçları asimtotik kritik değerleriyle birlikte veril-miştir. Yatay kesit bağımsızlığı hipotezi % 5 düzeyin-de red edilemediğinden LM istatistikleri panel C’deki bootstrap2 kritik değerleriyle değil asimtotik kritik değerleriyle karşılaştırılmalıdır. Panel B’deki sınama istatistik değerleri % 5 anlamlık düzeyindeki kritik değerlerden çok yüksek olduklarından hem sabit

varyans hem de değişen varyans durumu için dura-ğanlık önsavları reddedilmektedir. Tablo 5’te ise sabit ve trendli model için panel birim kök sınama sonuç-ları verilmiştir. Bireysel panel KPSS test sonuçlarına göre % 5 anlamlılık düzeyinde durağanlık önsavı sa-dece toptan ve perakende ticaret, lokanta ve oteller sektörü için reddedilirken diğer sektörler için kabul edilmektedir. Tablo 5’in panel B kısmındaki sonuçlara göre ise ortak durağanlık önsavı % 5 anlamlılık düze-yinde reddedilmektedir.

Özetle yapısal kırılmayı dikkate alan bireysel pa-nel birim kök sınamaları ile ortak panel birim kök sınama sonuçları çelişmektedir. Ancak ortak panel birim kök sınamaları yapılırken, paneli oluşturan se-rilerin sadece bir tanesinde bile sıfır hipotezinin red edilmesi, sınama sonucunu sapmalı yapabilmekte-dir. (sıfır önsavının aşırı red edilmesi durumu). Böyle bir durumda ortak panel birim kök sınamalarından elde edilen sonuçlar yerine bireysel birim kök sına-malarından elde edilen sonuçlara daha fazla güveni-lir olacaktır. Bireysel panel KPSS sınama sonuçlarına göre değerlendirildiğinde, hem sabitli, hem de sabit ve trendli model için tek bir sektör haricinde histeri önsavına karşı doğal işsizlik oranı önsavının destek-lendiği görülmektedir. Bu sonuç çalışmayı, Türkiye üzerine yapılan önceki çalışmalardan büyük olçüde farklılaştırmaktadır.

Konu bağlamında Türkiye’nin işsizlik dinamik-lerinin analiz edildiği çalışmalarda Barışık ve Çevik (2008) ve bu çalışmanın öncekilerden farklılaşması dikkat çekicidir. Zira her iki çalışmada da yapısalcı okulun teorik katkısı ekseninde ekonometrik yön-temler tercih edilmiştir. Türkiye’nin yakın coğrafya-sından kaynaklı (Körfez krizi, Rusya krizi vs.) ve ken-di içi dinamiklerinden kaynaklı) krizler (1994, 2000 ve 2001 krizleri), ekonominin bir çok alanında ciddi şoklara ve yapısal dönüşümlere yol açmaktadır. Do-layısıyla bu süreçlerin dikkate alınmadığı tekniklerle yapılan çalışmalar işsizliğin dinamiğini histeri etkisi olarak açıklamaktadır. Fakat konu tüm detaylarıyla ve kırılma etkisiyle birlikte ele alındığında bazı sektörler haricinde şokların işsizlik üzerinde uzun sure kalıcı etki yaratmatığı ve yapısal kırılmaların birim kök sü-reci türetmediği anlaşılmaktadır.

212


Tablo 4: Yapısal Kırılma Bazlı Panel Birim Kök Sınama Sonuçları (Sabitli)

** % 5 düzeyinde durağanlık önsavı reddedilmektedir.

Tablo 5:Yapısal Kırılma Bazlı Panel Birim Kök Test Sonuçları (Sabitli ve Trendli)


Doğal İşsizlik Orani M? İşsizlik Histerisi Mi? Türkiye İçin Sektörel Panel Birim Kök Sinamasi Analizi

Tablo 4:Yapısal Kırılma Bazlı Panel Birim Kök Sınama Sonuçları (Sabitli)

Panel A: Yapısal Kırılma Tarihleri ve Bireysel KPSS Sınama Sonuçları Kiritik değerler (%)

Sektörler KPSS m Tb,1 Tb,2 Tb,3 Tb,4 Tb,5 90 95 97.5 99

Tarım,ormancılık,avcılık ve balıkçılık 0.117 1 2000 0.921 1.375 1.906 2.902 Madencilik ve taşocakçılığı 0.284 1 2000 0.962 1.473 2.107 3.309 İmalat Sanayii 1.399 1 2000 0.971 1.472 2 3.008 Elektrik,gaz ve su 0.241 1 1991 0.64 0.999 1.43 2.194 İnşaat ve bayındırlık işleri 1.674** 4 1990 1994 2000 2003 0.962 1.419 2.023 3.152 Toptan ve perakende ticaret,lokanta ve oteller 1.256 2 1990 2000 1.104 1.327 1.631 2.011 Ulaştırma,haberleşme ve depolama 0.081 1 2001 0.93 1.405 2.131 3.228 Mali kurumlar,sigorta,taşınmaz mallara ait işler ve kurumları 0.097 3 1990 1996 2000 0.928 1.408 1.999 3.212 Toplum hizmetleri,sosyal ve kişisel hizmetler 0.167 1 2003 0.856 1.217 1.64 2.428

Panel B: Panel Birim Kök Sınaması

Model Test İst. Asimtotik Kritik değer

LM( )(hom) 7.938 1.645

LM( )(het) 17.252 1.645

Panel C: Bootstrap Kritik Değerler (%)

Model 1 2.5 5 10 90 95 97.5 99

LM( )(hom) -0.57 -0.121 0.219 0.664 8.758 11.105 13.774 16.929

LM( )(het) 1.48 2.199 2.943 3.905 21.187 26.378 33.23 42.059 ** % 5 düzeyinde durağanlık önsavı reddedilmektedir.

Tablo 5:Yapısal Kırılma Bazlı Panel Birim Kök Test Sonuçları (Sabitli ve Trendli)

Panel A: Yapısal Kırılma Tarihleri ve Bireysel KPSS Sınama Sonuçları Kiritik değerler (%)

Sektörler KPSS m Tb,1 Tb,2 Tb,3 Tb,4 Tb,5 90 95 97.5 99

Tarım,ormancılık,avcılık ve balıkçılık 0.08 3 1995 1999 2003 0.607 0.915 1.255 1.77 Madencilik ve taşocakçılığı 0.068 1 1992 0.942 1.27 1.68 2.43 İmalat Sanayii 0.822 3 1990 1997 2000 0.336 0.551 0.766 1.046 Elektrik,gaz ve su 0.316 1 1991 0.624 0.774 0.947 1.247 İnşaat ve bayındırlık işleri 0.123 2 1993 2000 0.089 0.364 0.673 0.917 Toptan ve perakende ticaret,lokanta ve oteller 1.693** 2 1991 2000 0.234 0.389 0.506 0.604 Ulaştırma,haberleşme ve depolama 0.966 3 1992 1999 2002 0.142 0.278 0.387 0.525 Mali kurumlar,sigorta,taşınmaz mallara ait işler ve kurumları 0.685 4 1990 1996 1999 2002 0.106 0.118 0.136 0.228 Toplum hizmetleri,sosyal ve kişisel hizmetler 0.12 2 1994 2000 0.593 0.881 1.216 1.697

Panel B: Panel Birim Kök Sınaması

Model Test istatistiği Kritk değer (% 5)

LM( )(hom) 11.878 1.645

LM( )(het) 61.314 1.645

Panel C: Bootstrap Kritik Değerler (%)

Model 1 2.5 5 10 90 95 97.5 99

LM( )(hom) 0.235 0.559 0.894 1.365 7.576 13.736 17.648 21.516

LM( )(het) 5.248 6.384 7.633 9.2 34.197 41.176 48.967 60.832



213

Bu bağlamda yapısalcı görüşün konu ile ilgili teorik katkılarının önemi daha iyi anlaşılmaktadır. Burada Türkiye şokların kalıcı etkilerine bağlı olarak doğal işsizlik oranındaki kaymaların varlığını ve bu oranlar etrafında ortalamaya dönme eğiliminin ger-çekleştiğini söylemek mümkündür. Ek şekil 1’deki grafiklerde de bu eğilim görsel olarak gözlemlene-bilmektedir.

Çalışmanın ampirik bulgularından çıkarılabi-lecek bir başka orjinal sonuç da bazı sektörlerin kırılma dönemleri ve şiddetlerinin diğerlerinden ayrılmasıdır. Bu da herbir sektörün ekonomik ge-lişmelere veya şoklara karşı kendi iç dinamiğinin olduğunu göstermektedir. Yine inşaat ve bayındırlık sektöründe diğer sektörlerden farklı olarak histeri etkisinin varlığı da bunun göstergesidir. Bu durum sektörün kendine özgü işgücü yapısıyla (şoklara karşı aşırı duyarlı, geçici işçi, vasıfsız eleman çoklu-ğu vs.) açıklanabilir.

4. SONUÇBu çalışmada doğal işsizlik oranı önsavına karşın

histeri önsavı Türkiye’deki dokuz sektörün 1988-2008 dönemini kapsayan işsizlik oranı serileri kullanılarak sınanmıştır. Bu amaçla yapısal kırılmayı dikkate alan ve dikkate almayan birim kök sınamaları kullanılmış-tır. Yapısal kırılmayı dikkate almayan zaman serisi ve panel birim kök sınamaları doğal işsizlik önsavına karşın histeri önsavını desteklerken, yapısal kırılmayı dikkate alan panel birim kök sınaması doğal işsizlik oranı önsavını desteklemektedir. Çalışma sonuçları Türkiye üzerine yapılan daha önceki diğer birçok ça-lışmadan doğal işsizlik önsavını desteklemesi bakı-mından ayrılmaktadır.

Çalışmadan elde edilen sonuçlar iktisat teorisinde doğal işsizlik oranı önsavının özel bir durumu olarak da adlandırılan ve geçici şokların işsizlik oranı üzerin-deki etkilerinin uzun süre devam ettiğini ancak kalıcı olmadığını söyleyen görüşle uyum içindedir.

Arestis, P. ve Mariscal, I.BF. (1999) “Unit Roots and Structural Breaks in OECD Countries” Economics Letters, 65: 149–56.

Bai, J. ve Perron, P. (1998) “Estimating and Testing Linear Models with Multiple Structural Changes” Econometrica, 66(1), 47–78.

Barışık, S. ve Çevik, İ.E. (2008) “Türkiye’de İşsizlik Histerisi-nin Yapısal Kırılma ve Güçlü Hafıza Modellemesi ile Sektö-rel Analizi” TİSK Akademi, 3(6):67-87.

Barro, R. (1988) “The Natural Rate Theory Reconsidered: The Persistence of Unemployment” American Economic Review, 78(2): 32-37.

Blanchard, O. J. ve Summers, L. H. (1986) “Hysteresis and the European Unemployment Problem” NBER Working Paper Series, No.1950.

Blanchard, O. ve Summers, L. (1987) “Hysteresis in Umemp-loyment” European Economic Review, 31(1): 288-95.

Blanchard, O. ve Wolfers, J. (2000) “The Role of Shocks and Institutions in the Rise of European Unemployment: The Aggregate Evidence” Economic Journal, 110(462): 1-33.

Breusch, T. ve Pagan, A. (1980) “The Lagrange Multiplier Test and Its Application to Model Specifications in Economet-rics” Reviews of Economics Studies, 47: 239-253.

Brunello, G. (1990) “Hysteresis and the Japanese Unemploy-ment Problem: A Preliminary Investigation” Oxford Econo-mic Papers, 42: 483-500.

Camarero, M., Carrion-i-Silverstre, J.L. ve Tamarit, C. (2006) “Testing for Hysteresis in Unemployment in OECD Count-ries: New Evidence Using Stationarity Panel Tests with Bre-aks” Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 68: 167–82.

Camarero, M., Carrion-i-Silverstre, J.L. ve Tamarit, C. (2008) “Unemployment Hysteresis in Transition Countries: Evi-dence Using Stationarity Panel Tests with Breaks, Review of Development Economics” Review of Development Economics, 12(3), 620-635.

Candelon, B., Dupuy, A, ve Gil-Alana, L.A. (2009) “The Na-ture of Occupational Unemployment Rates in the United States: Hysteresis or Structural?” Applied Economics, 41: 2483–2493.

Caporale, G.M. ve Gil-Alana, L.A. (2007) “Modelling the US, UK and Japanese Unemployment Rates: Fractional Integra-tion and Structural Breaks” Computational Statistics & Data Analysis, 52(11): 4998-5013.

Carrion-i-Silverstre, J.L., Del Barrio-Castro, T. ve Lopez-Ba-zo, E. (2005a) “Breaking the Panels: An Application to the GDP Per Capita”, Econometrics Journal, 8(2):159-175.

Carrion-i-Silverstre, J.L. (2005b) “Health Care Expenditure and GDP: Are They Broken Stationary?” Journal of Health Economics, 24(5):939-854.

Chang, T., Nieh, K.C. ve Wei, C.C. (2005) “An Empirical Note on Testing Hysteresis in Unemployment for Ten Euro-pean Countries: Panel SURADF Approach” Applied Econo-mics Letters, 12: 881-886.

KAYNAKLAR

1 CD testleri için detaylı bilgi Pesaran (2004)’ten elde edilebilir. 2 Bootsrap kritik değerleri karşılaştırma amacıyla verilmiştir.

END NOTES

214


Choi, I. (2001) “Unit Roots Tests for Panel Data” Journal of International Money and Finance, 20: 229-272.

Cuestas, J.C. ve Gil-Alana, L.A. (2009) “Unemployment Hyste-resis, Structural Changes, Non-Linearities and Fractional In-tegration in Central and Eastern Europe” Nottingham Uni-versity, Discussion Papers, No. 2009/6, ISSN: 1478-9396.

Dickey, D.A. ve Fuller, W.A. (1979) “Distribution of the Es-timators for Autoregressive Time Series with a Unit Root” Journal of the American Statistical Association, 74: 427–431.

Feve, P., Henin, P.Y. ve Jolivaldt, P. (2003), “Testing for Hyste-resis: Unemployment Persistence and Wage Adjustment” Empirical Economics, 28: 535–552.

Friedman, M. (1968) “The Role of Monetary Policy” American Economic Review, 58: 1-17.

Geweke, J. ve Porter-Hudak, S. (1983) “The Estimation and Application of Long Memory Time Series Models” Journal of Time Series Analysis, 4: 221-238.

Gil-Alana, L.A. ve Henry, S.G.B. (2003) “Fractional Integrati-on and the Dynamics of UK Unemployment” Oxford Bulle-tin of Economics and Statistics, 65(2): 221-239.

Gray, D. (2004) “Persistent Regional Unemployment Differen-tials Revisited”, Regional Studies, 38: 167-176.

Hadri, K.(2000) “Testing for Stationarity in Heterogenous Pa-nels” Econometrics Journal, 3: 148-161.

Im, K., Pesaran, H. ve Shin, Y. (2003) “Testing for Unit Ro-ots in Heterogenous Panels” Journal of Econometrics, 115(1): 53-74.

Im, K. S. ve Lee, J. (2001) “Panel LM Unit Root Test with Level Shifts,” Technical Report, Department of Economics, University of Central Florida.

Küçükkale, Y. (2001) “Doğal İşsizlik Oranındaki Keynesyen İs-teri Üzerine Klasik bir inceleme: Kalman Filtre Tahmin Tek-niği ile Türkiye Örneği 1950-1995”, V. Ulusal Ekonometri ve İstatistik Sempozyumu, Eylül 19-22, Adana.

Layard, R., Nickell, S., ve Jackman, R. (1991) Unemployment, Macroeconomic Performance and the Labour Market, Oxford, Oxford University Press.

Levin A., Lin C. ve Chu J. (2002) “Unit Roots Tests in Panel Data: Asymptotic and Finite Sample Properties” Journal of Econometrics, 108: 1-24.

Leon-Ledesma, M.A. ve McAdam, P. (2004) “Unemployment, Hysteresis and Transition” Scottish Journal of Political Eco-nomy, 51(3):377-401.

Liu, J., Wu, S. ve Zidek, J.V.(1997) “On Segmented Multivari-ate Regressions” Statistica Sinica, 7: 497-525.

Maddala, G.S. ve Wu, S. (1999) “A Comparative Study of Unit Root Tests with Panel Data and a New Simple Test” Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 61: 631-652.

Murray, C.J. ve Pappell, H. (2001) “Testing for Unit Roots in Panels in The Presence Of Structural Change With An App-lication to OECD Unemployment” Badi H. Baltagi, Tho-mas B. Fomby ve R. Carter Hill (eds.) Nonstationary Panels, Panel Cointegration, and Dynamic Panels (Advances in Eco-nometrics, Volume 15), Emerald Group Publishing Limited.

Pazarlıoğlu, V. ve Çevik, İ.E (2005) “Ratchet Model Uygula-ması :Türkiye Örneği”, VII.Ulusal Ekonometri ve İstatistik Sempozyumu, İstanbul.

Pazarlıoğlu, V. ve Çevik, İ.E (2007) “Ratchet Model Uygula-ması: 1939-2005 Dönemi Türkiye Örneği” Trakya Üniversi-tesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Dergisi, 9: 17-34.

Pesaran, H. (2004) “General Diagnostic Tests for Cross Section Dependence in Panels, University of Cambridge Working Paper, 0435.

Phelps, E.S. (1968) “The Role of Monetary Policy” American Economic Review, 58: 1-17.

Phelps, E.S. (1999) “Behind This Structural Boom: The Role of Asset Valuations” American Economic Review, 89: 63-68.

Phillips, P.C.B. (1999) “Unit Root Log Periodogram Regressi-on”, Unpublished Manuscript, Yale University.

Pissarides, C. (1990) Equilibrium Unemployment Theory, Ox-ford, Basil Blackwell.

Roed, K. (1996) “Unemployment Hysteresis - Macro Evidence from 16 OECD Countries” Empirical Economics 21: 589-600

Smyth, R. (2003) “Unemployment Hysteresis in Australian States and Territories: Evidence from Panel Data Unit Root Tests” The Australian Economic Review, 36: 181-192.

Song, F.M. ve Wu, Y. (1998) “Hysteresis Unemployment: Evi-dence from OECD Countries” The Quarterly Review of Eco-nomics and Finance, 38: 181-192.


215

Ek Şekil 1: Sektörel İşsizlik Oranları Serileri

Kaynak: TUİK (2009) verilerinden yazarlar tarafından düzenlenmiştir.

doğal İşsizlik oranı mı? İşsizlik histerisi mi? türkiye ... · doğal İşsizlik oranı...

Documents